CHƯƠNG 4: NỘI DỤNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 K ết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy 1
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
T Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) -.351 .196 -1.786 .076
CK luan chuyen tien
mat 2.121E-5 .000 .061 .817 .415
no tai chinh -.210 .033 -.418 -6.351 .000
tai san tai chinh co
dinh -.065 .098 -.050 -.661 .509
quy mo cong ty .080 .023 .238 3.539 .000
R Square: 0.178
Durbin Watson: 1.034
Hồi quy đầu tiên được thực hiện để kiểm tra giả thuyết đầu tiên để tìm ra tác động của CCCs lên GOPs. Trong hồi quy đầu tiên chúng ta sử dụng CCC của mẫu như là một biến độc lập và GOP như là một biến phụ thuộc và tôi không xem xét bất kỳ thành phần nào của CCC trong hồi quy này. Sau khi phân tích hồi quy tôi sẽ tìm ra giá trị của α và β. Tôi sẽ đặt các giá trị vào trong phương trình (a) để hiểu được theo một cách tốt hơn. Dưới đây là mô hình hồi quy và kết quả hồi quy.
GOP= -0.351 + 0.00002121CCC- 0.065FINANDEBT - 0.21FIXFINA– 0.08 FIRMSIZE
Phương trình hồi quy cho thấy có mối quan hệ cùng chiều giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và tổng lợi nhuận hoạt động bởi vì β của CCC cho giá trị 0.00002121. Tuy nhiên, tài sản tài chính cố định và nợ tài chính có mối tương quan âm với GOP, và quy mô công ty cũng có tương quan âm với GOP.
Kết quả hồi quy thì chấp nhận giả thuyết H1: Chính sách vốn luân chuyển có tác động lên khả năng sinh lợi.
Giá trị P-Value = 0.000 < 0.05 bác bỏ giả thuyết Ho (Chính sách vốn luân chuyển không tác động lên khả năng sinh lợi) và chấp nhận giả thuyết chính sách vốn luân chuyển có tác động lên khả năng sinh lợi.
Hơn nữa giá trị cao của kiểm định F (11.673), giá trị thấp của P (0.000), giá trị chấp nhận được của R Square xác nhận rằng mô hình chúng ta sử dụng cho phân tích thì tốt cho dữ liệu.
4.3.2 Mô hình hồi quy 2
Hồi quy này tìm ra tác động của chính sách vốn luân chuyển phòng thủ lên khả năng sinh lời. GOP được sử dụng như là một biến phụ thuộc và CCC phòng thủ (CCC có một giá trị cao hơn mức trung bình của mẫu CCC) được sử dụng như là một biến độc lập. Tài sản tài chính cố định, nợ tài chính, và kích cỡ công ty thì
cũng là một phần của hồi quy như là biến phụ thuộc. Dưới đây là phương trình hồi quy, mô hình hồi quy và phân tích dự khác nhau của nhóm phòng thủ.
Phân tích biến:
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy 2
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
95% Confidence Interval for B
B Std. Error Beta
Lower Bound
Upper Bound
(Constant) .297 .208 1.424 .159 -.119 .712
CK luan chuyen tien
mat -1.856E-5 .000 -.118 -.733 .466 .000 .000
no tai chinh -.184 .035 -.572 -5.289 .000 -.253 -.114
tai san tai chinh co dinh -.183 .085 -.321 -2.161 .034 -.352 -.014
quy mo cong ty .001 .024 .009 .062 .951 -.047 .050
R square: 0.360
Durbin Watson: 1.109
Kết quả hồi quy cho thấy có sự tác động ngược chiều và yếu của chính sách vốn luân chuyển phòng thủ lên khả năng sinh lời của nhóm các công ty phòng thủ, vì β của CCCd cho giá trị bằng -0.0000185. Vì thế có tồn tại mối quan hệ giữa GOP và CCCd. Tỷ số tài sản tài chính cố định và tỷ số nợ tài chính cũng có một mối tương quan âm với khả năng sinh lời và tương quan này cũng khá mạnh.
Giá trị P (0.466) > 0.05 ủng hộ cho giả thuyết Ho (βcccd = 0) tức là không có tác động của CCCd lên GOPd
Giá trị cao của kiểm định F (9.273), giá trị thấp của P (0.000) và giá trị chấp nhận được của R square (0.360) cho thấy rằng mô hình hồi quy áp dụng cho dữ liệu này thì phù hợp.
GOP = 0.297 -1.856E-5 CCC -0.184 FIXFINA - 0.183 FINADEBT+0.001 FIRMSIZE
4.3.3 Mô hình hồi quy 3:
Phần này sẽ kiểm tra giả thuyết thứ 3. Trong hồi quy này GOP của nhóm mạo hiểm được sử dụng như là một biến phụ thuộc và CCCa, tài sản tài chính cố định, nợ tài chính và quy mô công ty của nhóm mạo hiểm thì được sử dụng như là biến độc lập.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy 3
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
T Sig.
95% Confidence Interval for B
B Std. Error Beta
Lower Bound
Upper Bound
(Constant) -.185 .292 -.634 .527 -.761 .391
CK luan chuyen
tien mat 7.1E-4 .000 .200 2.610 .010 .000 .000
no tai chinh -.186 .044 -.337 -4.206 .000 -.274 -.099
tai san tai chinh
co dinh .208 .163 .102 1.278 .203 -.114 .529
quy mo cong ty .060 .034 .141 1.791 .075 -.006 .126
R square: 0.192
Durbin Watson: 1.378
GOP = -0.185 + 0.000071CCC - 0.186 FINADEBT+ 0.208FIXFINA +0.006 FIRMSIZE
Kết quả hồi quy cho thấy có sự tác động cùng chiều của CCCa lên GOP. Kết quả hồi quy cũng cho thấy có sự tác động cùng chiều của tỷ số tài sản tài chính cố định và quy mô công ty lên GOP. Tuy nhiên, tỷ số nợ tài chính có tác động ngược chiều lên GOP.
Kiểm định giả thuyết: Giá trị P = 0.01 < 0.05 thì bác bỏ giả thuyết Ho: β CCCa = 0 và chấp nhận giả thuyết H1: có sự tác động của chính sách vốn luân chuyển lên khả năng sinh lời của các công ty nhóm mạo hiểm.
Giá trị F lớn: 8.536, giá trị thấp của P (000) và giá trị chấp nhận được của R square xác nhận rằng mô hình chúng ta sử dụng thì tốt cho dữ liệu.
4.3.4 Mô hình hồi quy 4:
Hồi quy thứ tư được chạy để kiểm tra giả thuyết số 4, kiểm tra sự tác động của số ngày khoản phải thu lên khả năng sinh lời. Trong hồi quy này khoản phải thu thay thế cho CCC như là một biến độc lập. Dưới đây là mô hình hồi quy sau khi sau khi thay thế giá trị.
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy 4
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
95% Confidence Interval for B
B Std. Error Beta
Lower Bound
Upper Bound
(Constant) -.092 .202 -.453 .651 -.491 .307
Khoan phai thu .000 .000 -.241 -3.026 .003 .000 .000
no tai chinh -.184 .033 -.366 -5.635 .000 -.248 -.120
tai san tai chinh co
dinh .135 .100 .103 1.355 .177 -.061 .331
quy mo cong ty .049 .023 .145 2.102 .037 .003 .094
R square: 0.210
Durbin Watson: 1.215 Phương trình hồi quy:
GOP = -0.092 + 0.000DAYSAR – 0.184 FINADEBT + 0.135 FIXFINA + 0.049 FIRMSIZE
Phương trình hồi quy cho thấy không tác động của số ngày khoản phải thu lên khả năng sinh lời. Tuy nhiên tỷ số nợ tài chính có tương quan âm với GOP và tỷ số tài sản tài chính cố định thì và quy mô công ty thì có tương quan dương với GOP.
Kết quả hồi quy bác bỏ giả thiết H1: βAR ≠ 0 và chấp nhận giả thiết đối: Ho: βAR =0 Giá trị P = 0.003 < 0.05 thì bác bỏ giả thiết đối Ho: βAR =0 và chấp nhận giả thiết H1.
Giá trị cao của F (14.249) tương ứng với mức ý nghĩa 0.000 và giá trị chấp nhận được của Durbin Watson = 1.215 và R square (0.21) thì chứng tỏ mô hình tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu.
4.3.5 Mô hình hồi quy 5:
Hồi quy thứ năm được chạy để kiểm tra giả thuyết số 5, kiểm tra sự tác động của số ngày khoản phải trả lên khả năng sinh lời. Trong hồi quy này khoản phải trả thay thế cho CCC như là một biến độc lập. Dưới đây là mô hình hồi quy sau khi sau khi thay thế giá trị.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy 5
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
95% Confidence Interval for B
B Std. Error Beta
Lower Bound
Upper Bound (Constant)
-.212 .204 -
1.039 .300 -.615 .191 Khoan phai tra
.000 .000 -.107 -
1.460 .146 .000 .000 no tai chinh
-.202 .032 -.402 -
6.216 .000 -.266 -.138 tai san tai chinh co
dinh .025 .093 .019 .273 .785 -.157 .208
quy mo cong ty .063 .023 .189 2.725 .007 .018 .109
R square: 0.184
Durbin Watson: 1.219
GOP = -0.212 + 0.00 DAYSAP -0.202 FINADEBT + 0.025 FIXINA + 0.063 FIRMSIZE
Phương trình hồi quy cho thấy không có sự tác động của số ngày khoản phải trả lên khả năng sinh lời. Tuy nhiên tỷ số nợ tài chính có tương quan âm với GOP và tỷ số tài sản tài chính cố định thì và quy mô công ty thì có tương quan dương với GOP.
Kết quả hồi quy bác bỏ giả thiết H1: βAR ≠ 0 và chấp nhận giả thiết đối: Ho: βAR =0 Giá trị P = 0.146 > 0.05 thì bác bỏ giả thuyết H1 (Có sự tác động của số ngày khoản phải trả lên khả năng sinh lời), và chấp nhận giả thuyết Ho (Không có sự tác động của số ngày khoản phải trả lên khả năng sinh lời).
Giá trị cao của F (12.117) tương ứng với mức ý nghĩa quan sát được trong bảng cột cuối cùng 0.000 và giá trị chấp nhận được R square ( 0.21) thì chứng tỏ mô hình tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu.
Như vậy qua kiểm định giả thiết cho thấy có sự tác động số ngày khoản phải trả lên khả năng sinh lời.
4.3.6 Mô hình hồi quy 6:
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy 6
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
T Sig.
95% Confidence Interval for B
B Std. Error Beta Lower Bound
Upper Bound (Constant)
-.207 .189 -
1.099 .273 -.579 .165 Hang ton kho
-5.2E-3 .000 -.224 -
3.704 .000 .000 .000
no tai chinh
-.209 .032 -.415 -
6.610 .000 -.271 -.147 tai san tai chinh co
dinh -.039 .083 -.030 -.468 .640 -.204 .125
quy mo cong ty .065 .021 .195 3.053 .003 .023 .107
R Square: 0.225 Durbin Watson: 1.313
GOP= -0.207 - 0.0052 DAYSINV -0.209FINADEBT -0.039 FIXINA + 0.065 FIRMSIZE
Phương trình hồi quy cho thấy có sự tác động ngược chiều của số ngày tồn kho lên GOP. Tỷ số nợ tài chính và tỷ số tài sản tài chính cố định thì có tương quan âm với GOP và quy mô công ty thì có tương quan dương với GOP.
Kết quả hồi quy chấp nhận giả thiết H1: βAR ≠ 0 và bác bỏ giả thiết đối: Ho: βAR =0 Giá trị P = 0.000 < 0.05 cũng bác bỏ giả thiết đối Ho và chấp nhận giả thiết H1 (có sự tác động của số ngày hàng tồn kho lên khả năng sinh lợi.
Giá trị cao của F (15.634) tương ứng với mức ý nghĩa quan sát được trong bảng cột cuối cùng 0.000 và giá trị chấp nhận R square (0.21) thì chứng tỏ mô hình tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu.